De Relatie tussen Extraversie, Uitdagend Opvoedingsgedrag van Ouders en Sociale Angst bij Jonge Kinderen: Een Mediatie-Analyse
Iris Wijker Masterscriptie Orthopedagogiek
Pedagogische en Onderwijskundige Wetenschappen, Universiteit van Amsterdam I. Wijker (10473971)
Begeleider: Dr. Mirjana Majdandžić
Tweede beoordelaar: Prof. Dr. Renske Keizer Amsterdam: September, 2015
Inhoud Abstract 3 Samenvatting 3 Inleiding 4 Methode 9 Procedure 9 Participanten 9 Maten 10 Extraversie 10 Uitdagend Opvoedingsgedrag 14 Sociale Angst 16
Sociale angst op 1- jarige leeftijd 16
Sociale angst op 2,5 jarige leeftijd 16
Resultaten 17
Relatie Extraversie en Sociale Angst 17
Relatie Extraversie en Uitdagend Opvoedingsgedrag Vaders en Moeders 18 Relatie Uitdagend Opvoedingsgedrag Vaders en Moeders en Sociale Angst 18
Discussie 19
Abstract
A combination of specific parenting behaviors and child temperament predicts the chance a child will develop social anxiety. However, studies have hardly investigated whether specific parenting behaviors may mediate the relationship between temperament and social anxiety of the child. In this longitudinal study we explored whether challenging parenting behavior, in which the parent encourages the child to take risks, mediates the relationship between extraversion and social anxiety of the child. A total of 119 families with their first child (67 girls) participated in this study. Extraversion was measured by the Revised Infant Behavior Questionnaire (IBQ-R) when the child was 1 years old. Social anxiety was
measured when the child was 1 and 2,5 years old by respectively the IBQ-R and the Revised Preschool Anxiety Scale questionnaire. Challenging parenting behavior was measured when the child was 2,5 years old by standard observations. In line with predictions, more
extraversion at 1 year predicted less social anxiety at 2,5 years. Contrary to expectations, challenging parenting behavior did not mediate the relationship between extraversion and social anxiety of the child. An explanation is that the children in this study were too young to measure the effect of challenging parenting behavior on social anxiety of the child. In order to draw firm conclusions more research is needed.
Samenvatting
Een combinatie van bepaald opvoedingsgedrag door ouders en temperament van het kind voorspelt de kans dat het kind sociale angst ontwikkelt. Bestaande studies hebben echter weinig onderzocht of bepaald opvoedingsgedrag mogelijk de relatie tussen temperament en sociale angst van het kind medieert. In deze longitudinale studie werd onderzocht of
uitdagend opvoedingsgedrag, waarbij de ouder het kind stimuleert om risico’s te nemen, de relatie tussen extraversie en sociale angst van het kind medieert. Er namen 119 gezinnen met hun eerste kind (67 meisjes) deel aan deze studie. Extraversie werd op 1- jarige leeftijd gemeten middels de Revised Infant Behavior Questionnaire (IBQ-R). Sociale angst werd op 1 en 2,5 jarige leeftijd gemeten middels respectievelijk de IBQ-R en de Revised Preschool Anxiety Scale vragenlijst. Uitdagend opvoedingsgedrag werd op 2,5 jaar gemeten middels geprotocolleerde observaties. In overeenstemming met de verwachting voorspelde een hogere mate van extraversie op 1- jarige leeftijd minder sociale angst op 2,5 jarige leeftijd. Tegen de verwachting in bleek uitdagend opvoedingsgedrag de relatie tussen extraversie en sociale angst van het kind niet te mediëren. Een verklaring hiervoor is dat de kinderen in deze studie te jong waren om het effect van uitdagend opvoedingsgedrag op sociale angst te meten. Om definitieve conclusies te kunnen trekken is vervolgonderzoek nodig.
Bijna 20% van de Nederlandse bevolking krijgt in zijn leven last van een angststoornis (de Graaf, ten Have, van Gool, & van Dorsselaer, 2012). De sociale angststoornis is de meest voorkomende angststoornis (Bögels et al., 2010) en ontstaat meestal in de kindertijd (Chavira & Stein, 2005). Sociale angst is de angst voor schaamte en vernedering in sociale situaties (Muller, Koen, Seedat, & Stein, 2005). Sociale angst in de kindertijd is geassocieerd met depressie, eenzaamheid, een laag zelfbeeld en schoolverzuim (Bögels et al., 2010). Een sociale angststoornis wordt daarnaast in verband gebracht met het ontwikkelen van andere stoornissen op latere leeftijd zoals een aandachttekortstoornis en gedragsproblemen (Bittner et al., 2007).
Een combinatie van genetische kwetsbaarheid bij het kind, zoals een geremd temperament, en bepaald opvoedingsgedrag van ouders verhoogt de kans dat het kind een sociale angststoornis ontwikkelt (Murray, Creswell, & Cooper, 2009). Uit verschillende onderzoeken blijkt dat opvoedingsgedrag een impact heeft op de angst van een kind (Bögels & Brechman-Toussaint, 2006; Ginsburg & Schlossberg, 2002; Wood, McLeod, Sigman, Hwang, & Chu, 2003). Een angstige, controlerende en overbeschermende opvoeding kan de ontwikkeling van angstige overtuigingen met betrekking tot zichzelf, anderen en de wereld bevorderen (Chavira & Stein, 2005). Een hoge mate van ouderlijke controle, waarbij de ouder de activiteiten van het kind sterk reguleert en de onafhankelijkheid van het kind beperkt, kan ervoor zorgen dat het kind uitdagingen vermijdt en zich niet competent voelt (Murray et al., 2009). Deze beperking van de autonomie van het kind kan leiden tot angstproblemen omdat het kind wordt verhinderd (sociale) competenties te leren (Ballash, Leyfer, Buckley, &
Woodruff- Borden, 2006). Een controlerende opvoedingsstijl hangt dus positief samen met de angst van het kind. De meta- analytische effectmaten in eerder onderzoek variëren tussen de 0.25 (McLeod, Wood, & Weisz, 2007) en 0.58 (Van der Bruggen, Stams, & Bögels, 2008). Uit het longitudinale onderzoek van Majdandžić, Möller, de Vente, Bögels, en van den Boom (2014) komt naar voren dat uitdagend opvoedingsgedrag van vaders een buffer kan vormen tegen sociale angst bij kinderen. Daarentegen blijkt uit hetzelfde onderzoek dat uitdagend opvoedingsgedrag van moeders meer sociale angst voorspelt. Een verklaring hiervoor kan zijn dat vaders en moeders een andere rol in de opvoeding van kinderen spelen (Paquette, 2004). Paquette (2004) stelt dat de moeder- kind relatie gekenmerkt wordt door het kalmeren en troosten van het kind, terwijl de vader- kind relatie gekenmerkt wordt door een meer uitdagende houding waarin vaders het kind de buitenwereld laat verkennen. Uitdagend opvoedingsgedrag is een relatief nieuw begrip en er is nog weinig onderzoek naar gedaan. Paquette (2004) definieerde dit opvoedingsgedrag als een verzameling van gedragingen
waarmee de ouder het kind verrast, stimuleert om risico’s te nemen en uit balans brengt. Een voorbeeld van fysiek uitdagend gedrag is het klassieke ‘rough- and- tumble play’ (Carson, Burks, & Parke, 1993). Verbaal uitdagend gedrag bestaat uit plagen en het stimuleren van competitie en prestaties (Majdandžić et al., 2014). Deze gedragingen zouden kinderen kunnen leren om voor zichzelf op te komen, obstakels te overwinnen en om te gaan met onbekende situaties (Paquette, 2004). Zoals eerder beschreven heeft uitdagend opvoedingsgedrag van moeders mogelijk een ander (negatief) effect dan het uitdagend opvoedingsgedrag van vaders (Majdandžić et al., 2014).
Dat opvoedingsgedrag een impact heeft op de sociale angst van het kind is dus veelvuldig onderzocht (Bögels & Brechman-Toussaint, 2006; Chavira & Stein, 2005;
Ginsburg & Schlossberg, 2002; Wood et al., 2003). De meeste onderzoeken zijn echter cross-sectioneel en retrospectief van aard waardoor een causaal verband niet gesteld kan worden (Bögels & Brechman-Toussaint, 2006; Chavira & Stein, 2005). Etiologische modellen van angst wijzen bovendien op een wederkerig proces tussen opvoeding en kindfactoren (Dadds, 2002; Rapee, 2001; Rubin & Mills, 1991). Een kind dat een gevoelig en angstig temperament heeft kan overbeschermend en controlerend opvoedingsgedrag bij ouders uitlokken (Bögels & Brechman-Toussaint, 2006). Ouders proberen het kind op deze manier te beschermen tegen stressvolle situaties (Bögels & Brechman-Toussaint, 2006). Deze ouderlijke gedragingen kunnen echter de angst van het kind versterken waardoor er een vicieuze cirkel kan ontstaan waarbij ouders en kind elkaar beïnvloeden (Bögels & Brechman-Toussaint, 2006). Uit het onderzoek van Roskam en Meunier (2012) komt naar voren dat kindfactoren meer invloed hebben op het opvoedingsgedrag van moeders dan op dat van vaders.
Temperament van het kind is dus een belangrijke factor die het opvoedingsgedrag van ouders kan beïnvloeden (Ganiban, Ulbricht, Saudino, Reiss, & Neiderhiser, 2011; Roskam & Meunier, 2012). Temperament wordt gedefinieerd als de mate waarin individuen van elkaar verschillen met betrekking tot hun zelfregulatie en emotionele, motorische en aandacht reactiviteit (Rothbart, 2007). Het temperament van een individu is biologisch van aard (aangeboren) en komt voort uit een genetische aanleg (Posner, Rothbart, & Sheese, 2007). In een onderzoek waarbij ouders met behulp van de Children’s Behavior Questionnaire
rapporteren over het gedrag van hun kinderen in de leeftijd van 3 tot 7 jaar, komen drie brede dimensies van temperament bij kinderen naar voren (Rothbart, Ahadi, Hershey, & Fischer, 2001). De temperamentstrek effortful control bestaat onder andere uit aandachtcontrole (het vermogen om aandacht ergens op te richten of om de aandacht te verschuiven) en lage intensiteit van plezier (plezier hebben in activiteiten met een lage intensiteit en complexiteit)
(Rothbart, 2007). De temperamentstrek negatieve affectiviteit bestaat onder andere uit frustratie (negatieve reactie bij de onderbreking van bezigheden), angst (negatieve reactie bij stressvolle gebeurtenissen) en verdriet (negatieve reactie op teleurstelling en verlies)
(Rothbart, 2007). En ten slotte bestaat de temperamentstrek extraversie onder andere uit een hoog niveau van activiteit (hoge snelheid en mate van beweging), lage verlegenheid (nieuwe en sociale uitdagingen aangaan), hoge intensiteit van plezier (plezier hebben in onbekende activiteiten met een hoge intensiteit), glimlachen en lachen (positieve reactie op
veranderingen in intensiteit, snelheid en complexiteit), impulsiviteit (hoge snelheid van reageren), positieve aanpassing (opwinding en aanpassing bij het vooruitzicht van leuke activiteiten) en toenadering (verlangen naar warmte en nabijheid van anderen) (Rothbart, 2007). In veel artikelen wordt extraversie met de Engelse term ‘’surgency’’ aangeduid. De termen extraversie en surgency kunnen als synoniemen van elkaar worden gebruikt
(Gartstein, Putnam, & Rothbart, 2012).
In tegenstelling tot de temperamentstrekken effortful control (Bridgett et al., 2009; Eisenberg et al., 2005; Wilson & Durbin, 2012; Zhou, Eisenberg, Wang, & Reiser, 2004) en negatieve affectiviteit (Bridgett et al., 2009; Laukkanen, Ojansuu, Tolvanen, Alatupa, & Aunola, 2014; Rispoli, McGoey, Koziol, & Schreiber, 2013) is er weinig onderzoek gedaan naar wat voor effect de temperamentstrek extraversie op opvoedingsgedrag heeft. Uit de geringe onderzoeken naar (componenten van) extraversie komt geen eenduidig beeld naar voren. Uit het onderzoek van Kochanska, Friesenborg, Lange, en Martel (2004) komt naar voren dat de component ‘glimlachen en lachen’, een onderdeel van extraversie, bij het kind samenhangt met meer positieve ouder- kind interacties en meer ouderlijke warmte en
responsiviteit. Daarentegen komt uit het onderzoek van Wilson en Durbin (2012) naar voren dat de componenten ‘activiteitsniveau’ en ‘impulsiviteit’ samenhangen met minder
responsiviteit van ouders. Hieruit blijkt dat de verschillende componenten van extraversie een ander effect hebben op opvoedingsgedrag. Er zijn geen onderzoeken gevonden waarin het effect van extraversie als brede dimensie op ouderlijk (uitdagend) opvoedingsgedrag is onderzocht. In deze studie wordt extraversie gedefinieerd als een temperamentstrek die zich kenmerkt door openheid, sociabiliteit, plezier aan (on)bekende (uitdagende) situaties en assertiviteit (Kochanska et al., 2004). Extraversie bestaat in deze studie uit de componenten glimlachen en lachen, hoge intensiteit van plezier, lage intensiteit van plezier, toenadering en vocale reactiviteit.
Het temperament van een kind heeft niet alleen effect op het opvoedingsgedrag van ouders maar ook op het eventueel ontwikkelen van een sociale angststoornis (Murray et al.,
2009). In verschillende onderzoeken wordt de temperamentstrek gedragsinhibitie als voorspeller van sociale angst bij kinderen genoemd (Clauss & Blackford, 2012; Rubin, Coplan, & Bowker, 2009). Gedragsinhibitie wordt gekenmerkt door angstig, vermijdend en teruggetrokken gedrag bij onbekende situaties (Aktar, Majdandžić, de Vente, & Bögels, 2013). Over het effect van de temperamentstrek extraversie op sociale angst is minder bekend. Uit de geringe onderzoeken naar de temperamentstrek extraversie komt naar voren dat
extraversie bij jonge kinderen negatief samenhangt met internaliserende gedragsproblemen (Gartstein et al., 2012). Het onderzoek van Malouff, Thorsteinsson, en Schutte (2005) laat bovendien zien dat lage extraversie samenhangt met symptomen van stemmingsstoornissen. Evenals uit het onderzoek van Malouff et al. (2005) komt uit het longitudinale onderzoek van Dougherty, Klein, Durbin, Hayden, en Olino (2010) naar voren dat lage extraversie op 3- jarige leeftijd van het kind depressieve symptomen op 10- jarige leeftijd voorspelt. Naast internaliserende problematiek noemen Rothbart en Bates (2006, aangehaald in Gartstein et al., 2012) dat (hoge) extraversie veelal in verband wordt gebracht met externaliserende
gedragsproblemen. De specifieke samenhang tussen extraversie en sociale angst lijkt nog weinig onderzocht. Vanuit eerdere bevindingen kan worden gespeculeerd dat (hoge) extraversie negatief samenhangt met sociale angst omdat extraversie onder andere wordt gekenmerkt door lage verlegenheid.
In deze longitudinale studie is door middel van een mediatie- analyse onderzocht of uitdagend opvoedingsgedrag van vaders en moeders op 2,5 jarige leeftijd de relatie tussen extraversie op 1- jarige leeftijd en sociale angst van het kind op 2,5 jarige leeftijd medieert. Er wordt veronderstelt dat temperament effect heeft op sociale angst via het opvoedingsgedrag van ouders omdat uit eerder onderzoek is gebleken dat opvoedingsgedrag van ouders een mediërende factor is tussen persoonlijkheid en gedrag van het kind (Prinzie, van der Sluis, de Haan, & Deković, 2010). Evenals dat een angstig temperament overbeschermend
opvoedingsgedrag bij ouders kan uitlokken welke op hun beurt de angst van het kind kan versterken (Bögels & Brechman-Toussaint, 2006), kan een kind met een extravert
temperament uitdagend opvoedingsgedrag bij ouders uitlokken welke op hun beurt een buffer vormt tegen sociale angst. Voor deze studie hebben beide ouders op 1- en 2,5 jarige leeftijd van het kind vragenlijsten ingevuld met betrekking tot het temperament en de sociale angst van hun kind. Daarnaast is door middel van een geprotocolleerde observatie op 2,5 jarige leeftijd het uitdagend opvoedingsgedrag van vaders en moeders in verschillende situaties gescoord. In Figuur 1 staat een schematische weergave van de mediatie- analyse.
a b
c
Figuur 1. Schematische weergave van de mediatie- analyse, waarbij uitdagend opvoedingsgedrag de relatie tussen extraversie en sociale angst medieert.
Vanuit de beschreven literatuur zijn er een aantal hypotheses voor deze studie
geformuleerd. De eerste hypothese is dat een hogere mate van extraversie op 1- jarige leeftijd negatief samenhangt met sociale angst van het kind op 2,5 jarige leeftijd. Uit de literatuur komt namelijk naar voren dat extraversie bij jonge kinderen negatief samenhangt met internaliserende gedragsproblemen (Gartstein et al., 2012), wordt gekenmerkt door lage verlegenheid en lage extraversie positief samenhangt met symptomen van
stemmingsstoornissen (Malouff et al., 2005). Bovendien wordt voor sociale angst op 1- jarige leeftijd gecontroleerd zodat kan worden onderzocht of extraversie op 1- jarige leeftijd de sociale angst van het kind op 2,5 jaar (extra) voorspelt, bovenop de eventuele samenhang tussen sociale angst van het kind op 1- jarige leeftijd en de sociale angst van het kind op 2,5 jaar. De tweede hypothese is dat een hogere mate van extraversie bij het kind op 1- jarige leeftijd samenhangt met meer uitdagend opvoedingsgedrag door vaders op 2,5 jarige leeftijd. De derde hypothese is dat een hogere mate van extraversie bij het kind op 1- jarige leeftijd samenhangt met meer uitdagend opvoedingsgedrag door moeders op 2,5 jarige leeftijd. Verondersteld wordt dat de componenten van extraversie bij het kind (vocale reactiviteit, toenadering, hoge intensiteit van plezier, glimlachen en lachen (Gartstein & Rothbart, 2003)) ervoor zorgen dat ouders eerder geneigd zijn om uitdagend gedrag naar hun kind te vertonen. Een kind dat plezier beleefd aan onbekende activiteiten met een hoge intensiteit zal
waarschijnlijk eerder uitdagend opvoedingsgedrag bij ouders uitlokken dan een kind die daar zichtbaar geen plezier in heeft. Daarnaast wordt verondersteld dat extraversie een sterkere samenhang heeft met het uitdagend opvoedingsgedrag van moeders dan van vaders aangezien kindfactoren vermoedelijk het opvoedingsgedrag van moeders meer beïnvloeden dan het opvoedingsgedrag van vaders (Roskam & Meunier, 2012). De vierde hypothese is dat
Uitdagend opvoedingsgedrag (M) Extraversie (X) Sociale angst (Y)
uitdagend opvoedingsgedrag door vaders op 2,5 jarige leeftijd negatief samenhangt met sociale angst van het kind op 2,5 jarige leeftijd. De vijfde hypothese is dat uitdagend
opvoedingsgedrag door moeders op 2,5 jarige leeftijd positief samenhangt met sociale angst van het kind op 2,5 jarige leeftijd. Deze hypotheses zijn gevormd vanuit eerder onderzoek waarin dit reeds naar voren is gekomen (Majdandžić et al., 2014). Aangezien deze
bevindingen nog niet zijn gerepliceerd zullen deze hypotheses nogmaals in deze studie worden onderzocht. Bovendien wordt verondersteld dat uitdagend opvoedingsgedrag van vaders en moeders de relatie tussen extraversie en sociale angst van het kind medieert.
Methode
Procedure
Dit onderzoek was onderdeel van een groot longitudinaal onderzoek naar de sociale ontwikkeling van kinderen. In het longitudinale onderzoek werd de sociale ontwikkeling van kinderen vanaf de zwangerschap tot aan 7,5 jarige leeftijd van het kind onderzocht. De eerste meting vond plaats nog voordat het kind geboren was. De metingen daarna vonden plaats toen het kind de leeftijd van 4 maanden, 1 jaar, 2,5 jaar, 4,5 jaar en 7,5 jaar had. Hierbij werd gekeken welke omgevingsfactoren en biologische kernmerken invloed hebben op de sociale ontwikkeling van kinderen. In deze studie werden de metingen van 1 en 2,5 jaar gebruikt. Het onderzoek werd door de ethische commissie van de UvA goedgekeurd en alle deelnemende ouders hadden een toestemmingsverklaring ondertekend.
Het onderzoek vond gedeeltelijk in het Babylab van de UvA en gedeeltelijk bij de participanten thuis plaats. Om (uitdagend) opvoedingsgedrag te meten werden ouders gefilmd terwijl zij afzonderlijk en samen verschillende taken met hun kind deden. De taken bestonden uit vrij spel momenten en gestructureerde opdrachten. Aan de hand van een vast protocol werden de taken door een onderzoeker aan ouders uitgelegd. Door getrainde codeurs werden de interacties tussen ouder(s) en kind gecodeerd. Daarnaast werden beide ouders gevraagd om onder andere vragenlijsten over het temperament en de sociale angst van hun kind in te
vullen. Participanten
De steekproef van dit onderzoek bestond oorspronkelijk uit 132 gezinnen. Data van 13 gezinnen zijn uit de dataset verwijderd omdat vanwege uitval van participanten gegevens van twee of meer variabelen misten. De steekproef voor de analyses bestond uit 119 gezinnen met hun kind (52 jongens, 67 meisjes). De kinderen hadden bij de eerste meting een gemiddelde leeftijd van 12.56 maanden, SD = 0.74 (range 11- 17) en bij de tweede meting een
de vaders was 35.54 jaar, SD = 5.43 (range 23- 61) en van de moeders 32.54 jaar, SD = 4.15 (range 20- 44). Het gemiddelde opleidingsniveau van de ouders was vrij hoog. Vaders hadden een gemiddelde opleidingsniveau van M = 6.64, SD = 1.56 (range 2-8; 1 – primair onderwijs, 8 – universiteit) en moeders van M = 7.06, SD = 1.12 (range 1 -8). Het beroepsniveau van vaders was gemiddeld M = 8.26, SD = 2.67 (range 3- 11 ; 1 – handmatige arbeid waarvoor geen opleiding vereist is, 11 – arbeid waarvoor een universitair diploma vereist is) en van moeders M = 8.72, SD = 2.16 (range 2- 11). De meerderheid van de participanten hadden de Nederlandse nationaliteit (94.9% van de vaders en 92.4% van de moeders).
De participanten van het onderzoek zijn verworven op het moment dat zij hun eerste kind verwachtten. De werving vond plaats via brochures bij verloskundepraktijken,
zwangerschapscursussen en babywinkels en door middel van advertenties in nationale tijdschriften en op websites over ouderschap. De brochures werden uitgedeeld binnen een straal van 50 kilometer rondom Amsterdam. De participanten moesten aan de volgende inclusiecriteria voldoen: ouders verwachtten hun eerst kind; het kind had een geboortegewicht van 2500 gram of meer; het kind had een apgarscore van 7 of hoger; het kind had/ heeft geen ernstige neurologische afwijkingen; het kind was geboren na een zwangerschap van minstens 37 weken en beide ouders beschikken over de Nederlandse of Engelse taal. Na ieder
meetmoment ontvingen ouders een cadeaubon van 20 euro, een dvd met de opnames van het onderzoek en het kind een klein cadeautje.
Maten
Extraversie. Om extraversie op 1- jarige leeftijd bij het kind te meten hebben beide
ouders de Revised Infant Behavior Questionnaire (IBQ-R, Gartstein & Rothbart, 2003) apart ingevuld. De IBQ-R is een oudervragenlijst waarmee de temperament van het jonge kind kan worden onderzocht (Gartstein & Rothbart, 2003). Voor dit onderzoek is een Nederlandse versie van de vragenlijst gebruikt. De vragenlijst bestaat uit 191 items waarop ouders door middel van een 7- punt Likertschaal (nooit, zelden, minder dan de helft van de tijd, de helft van de tijd, meer dan de helft van de tijd, bijna altijd, altijd) aangeven hoe vaak een bepaalde gedraging de afgelopen week bij hun kind is voorgekomen. De vragenlijst omvat 14
verschillende schalen en drie factoren.
Voor het meten van extraversie wordt de factor ‘Extraversie’ gebruikt. Om te bepalen welke schalen bij deze factor hoorden in de huidige onderzoeksgroep, is een factoranalyse gedaan. Bij de factoranalyse is gebruik gemaakt van Principal Axis Factoring waarbij de factoren schuin werden geroteerd via de Oblimin algoritme (volgens de benadering van Gartstein & Rothbart, 2003). Uit de factoranalyse komen bij zowel vaders als moeders drie
factoren naar voren: ‘Extraversie’, ‘Negatieve Affectiviteit’ en ‘Oriënterend/ Gereguleerd’. De verklaarde variantie van de factoren bedraagt bij vaders respectievelijk 20.24%, 17.04% en 5.23% en bij moeders respectievelijk 19.09%, 14.75% en 6.53%. De factoren correleren bij beide ouders laag met elkaar: voor ‘Extraversie’ en ‘Negatieve Affectiviteit’ is de correlatie bij vaders: r = .07 en bij moeders: r = .01; voor ‘Extraversie’ en ‘Oriënterend/ Gereguleerd’ is de correlatie bij vaders: r = .11 en bij moeders r = .12; Voor ‘Negatieve affectiviteit’ en ‘Oriënterend/ Gereguleerd’ is de correlatie bij vaders: r = -.28 en bij moeders r = -.14. De factorladingen staan in Tabel 1 (moeders) en Tabel 2 (vaders) weergeven. De schalen met een gemiddelde factorlading van >.45 op factor 1 behoren tot de factor ‘Extraversie’. De factor ‘Extraversie’ is in dit onderzoek opgebouwd uit de schalen ‘Glimlachen en Lachen’ (itemvoorbeeld: ‘’Wanneer het haar gewassen werd, hoe vaak glimlachte uw kind?’’), ‘Hoge Intensiteit van Plezier’ (itemvoorbeeld: ‘’Hoe vaak, in de afgelopen week, (glim)lachte uw kind wanneer hij/ zij gekieteld werd?’’), ‘Lage Intensiteit van Plezier’ (itemvoorbeeld: ‘’Hoe vaak, in de afgelopen week, genoot uw kind ervan wanneer er tegen hem/ haar gezongen werd?’’), ‘Toenadering’ (itemvoorbeeld: ‘’Hoe vaak, gedurende de afgelopen week, bewoog uw kind snel naar nieuwe objecten toe?’’) en ‘Vocale Reactiviteit’ (itemvoorbeeld: ‘’Hoe vaak maakte uw kind praatgeluidjes tijdens het wachten op eten in een kinderstoel?’’).
Tabel 1
IBQ-R Factorladingen van de Drie Factoren voor Moeders
IBQ-R schaal Extraversie Negatieve Oriënterend/ Affectiviteit Gereguleerd
Activiteitsniveau .21 -.62
Stress door Beperkingen .85
Angst .37
Duur van Oriëntatie .36 .25
Glimlachen en Lachen .71 -.22
Hoge Intensiteit van Plezier .53
Lage Intensiteit van Plezier .56 -.23
Vermogen van Kalmeren .33 -.35
Verminderde Reactiviteit -.64 Knuffelbaar .28 .65 Perceptuele Gevoeligheid .33 Verdriet .70 Toenadering .60 Vocale Reactiviteit .73 -.29 ____________________________________________________ ______________________ Noot. Principal axis factoring analyse met oblimin rotatie. Factorladingen <.20 zijn niet weergegeven. Factorladingen > .45 zijn dikgedrukt.
Tabel 2
IBQ-R Factorladingen van de Drie Factoren voor Vaders
IBQ-R schaal Extraversie Negatieve Oriënterend/ Affectiviteit Gereguleerd
Activiteitsniveau .23 -.51
Stress door Beperkingen .48 -.53
Angst .57
Duur van Oriëntatie .53
Glimlachen en Lachen .81 -.23
Hoge Intensiteit van Plezier .64
Lage Intensiteit van Plezier .64 .44
Vermogen van Kalmeren Verminderde Reactiviteit .62 Knuffelbaar .33 .35 Perceptuele Gevoeligheid .57 Verdriet .50 -.30 Toenadering .32 .38 .09 Vocale Reactiviteit .79 -.22 ____________________________________________________ ______________________ Noot. Principal axis factoring analyse met oblimin rotatie. Factorladingen <.20 zijn niet weergegeven. Factorladingen > .45 zijn dikgedrukt.
De interne consistentie van de vijf schalen van de factor ‘Extraversie’’ is per ouder met de Cronbach’s alpha berekend. De interne consistentie van iedere schaal staat per ouder in Tabel 3 weergegeven. De coherentie tussen de items was bij iedere schaal hoog wat betekent dat de items binnen een schaal met elkaar samenhangen. Tevens is de interne consistentie over de vijf schalen berekend. De coherentie tussen de schalen was bij zowel vaders (α = .79) als moeders (α = .75) hoog wat betekent dat ook de scores op de vijf schalen met elkaar samenhangen. Daarnaast is er een significant verband tussen de scores van vaders en de scores van moeders op de factor ‘Extraversie’ (r = .35, p < .001). Dit betekent dat de scores op de factor ‘Extraversie’ van vaders en moeders redelijk met elkaar samenhangen. Uit eerder onderzoek van Martel, Nikolas, Schimmack, en Nigg (2015) komt naar voren dat er
een meer betrouwbaar beeld over het gedrag van een kind wordt verkregen wanneer de scores van verschillende informanten worden gemiddeld. De onderzoekers geven als verklaring dat door te middelen de subjectiviteit (bias) van de score wordt beperkt. Om een meer objectieve maat van extraversie te krijgen zijn de scores van vaders en moeders daarom voor de analyse gemiddeld.
Tabel 3
Interne Consistentie (Cronbach’s alpha) schalen factor ‘Extraversie’ per ouder (5 schalen)
Schaal Vaders Moeders Glimlachen en Lachen .75 .75
Hoge Intensiteit van Plezier .78 .80
Lage Intensiteit van Plezier .86 .78
Toenadering .75 .80
Vocale Reactiviteit .83 .74
____________________________________________________ ______________________
Uitdagend opvoedingsgedrag. Uitdagend opvoedingsgedrag van ouders is op 2,5 jarige
leeftijd van het kind gemeten door middel van geprotocolleerde observaties. Ouders werden beiden bij hen thuis en in het Babylab van de UvA tijdens 12 verschillende taken gefilmd. In het Babylab bestond de meting uit 7 taken waarbij de ouder alleen met het kind interacteerde. Het huisbezoek bestond uit 5 taken waarvan twee taken door ouders samen werden uitgevoerd. De taken in het Babylab waren respectievelijk: paardje rijden, rollen, een vliegspelletje, vrij spel zonder speelgoed, vrij spel met speelgoed, opruimen na vrij spel met speelgoed en de Riskroom. Bij de taak paardje rijden zat het kind op een bal en kreeg de ouder de opdracht om met het kind paardje te gaan rijden. De ouder had daarbij de mogelijkheid het kind of de bal op en neer te bewegen. Bij het rollen werd aan de ouder gevraagd om het kind over een grote bal heen te rollen. Voor het vliegspelletje kreeg de ouder de opdracht om met het kind een vliegspelletje te doen waarbij het de bedoeling was dat de ouder het kind vastpakte en door de lucht bewoog. Bij het vrij spel zonder speelgoed werd aan de ouder gevraagd om 5 minuten met het kind te spelen zonder speelgoed en bij het vrij spel met speelgoed 5 minuten met speelgoed. Na het spelen met
speelgoed werd gevraagd om het speelgoed op te ruimen. De Riskroom bestond uit een ruimte met verschillende speelattributen. Er waren twee versies van de Riskroom. Riskroom A had een
trampoline, stapstenen (eilanden), hobbelpaard, schildpad, leeuwenmasker en een blauwe ton. Riskroom B had stapstenen, een trap met matras, schommeltol, skippykoe, zwarte doos met enge ogen en een tunnel. Aan ouders werd gevraagd om 10 minuten met het kind in de Riskroom te spelen.
De taken van het huisbezoek waren respectievelijk: vrij spel met speelgoed, opruimen na vrij spel met speelgoed, vrij spel zonder speelgoed, overpakken op de rug en de schommeltaak. De taken vrij spel met speelgoed, opruimen na vrij spel met speelgoed en vrij spel zonder speelgoed werden op dezelfde manier als bij het Babylab afgenomen. De taken overpakken op de rug en schommelen werden door ouders samen uitgevoerd. Bij de taak overpakken op de rug kregen ouders de opdracht om hun kind bij elkaar op de rug te zetten. Bij de schommeltaak lag het kind in een grote doek en werd aan ouders gevraagd om met het kind te schommelen.
Om de interacties tussen ouder en kind te scoren werd gebruik gemaakt van het Meso Behavioral Rating System for Families with young children (MeBRF; Mahoney, Coffield, Lewis, & Lashley, 1998). Uitdagend gedrag van ouders werd gecodeerd door middel van een 5- punt Likertschaal waarbij een score van 1 licht of geen uitdagend gedrag betekende en een score van 5 intensief en veel voorkomend uitdagend gedrag. Bij het coderen van uitdagend opvoedingsgedrag werd onderscheid gemaakt tussen fysiek uitdagend gedrag en verbaal uitdagend gedrag. Fysiek uitdagend gedrag werd gescoord wanneer er sprake was van het fysieke component van uitdagend gedrag zoals kietelen, (zacht) happen en (rustig) achterna zitten. Verbaal uitdagend gedrag werd gescoord wanneer er sprake was van het verbale component van uitdagend gedrag zoals (zachte) uitdagende geluiden maken (‘’Whoee’’) en het kind verbaal plagen (‘’Volgens mij kan jij dat echt niet!’’). Bij elke taak werd per minuut het fysiek en verbaal uitdagend gedrag van de ouder gescoord.
De taken werden door een groep van acht getrainde studenten gecodeerd. Vier studenten codeerden de huisbezoeken en vier de metingen in het Babylab. De
interbeoordelaarsbetrouwbaarheid is berekend met de intraklassecorrelatie (ICC). De ICC over de 7 taken van het Babylab was .91 (fysiek uitdagend gedrag) en .90 (verbaal uitdagend gedrag). Over de 5 taken van het huisbezoek was de ICC .90 (fysiek uitdagend gedrag) en .70 (verbaal uitdagend gedrag). De interne consistentie van fysiek en verbaal uitdagend gedrag is per ouder (over de 12 taken) met de Cronbach’s alpha berekend. De interne consistentie voor fysiek en verbaal uitdagend gedrag staat per ouder in Tabel 4 weergegeven. De coherentie was voor zowel fysiek als uitdagend gedrag voldoende tot hoog wat betekent dat de scores op de verschillende taken met elkaar samenhangen. Daarnaast is er een significant verband tussen het fysiek en verbaal uitdagend gedrag bij zowel vaders (r = .66, p < .001) als moeders (r = .61, p < .001). Dit
betekent dat het fysiek uitdagend gedrag van een ouder in hoge mate samenhangt met het verbaal uitdagend gedrag van een ouder. De scores van fysiek en uitdagend gedrag werden voor de analyses gemiddeld zodat er per ouder één score van uitdagend gedrag ontstond.
Tabel 4
Interne Consistentie (Cronbach’s alpha) van Fysiek en Verbaal Uitdagend Gedrag per Ouder (12 taken) Vaders Moeders Fysiek UG .56 .68 Verbaal UG .74 .65 Totaal UG .80 .79 _____________________________________________________________________________ Noot. UG = Uitdagend gedrag.
Sociale angst.
Sociale angst op 1- jarige leeftijd. Sociale angst op 1- jarige leeftijd van het kind is tevens gemeten middels de IBQ-R (Gartstein & Rothbart, 2003) zodat kan worden onderzocht of extraversie op 1- jarige leeftijd de sociale angst van het kind op 2,5 jaar (extra) voorspelt, bovenop de eventuele samenhang tussen sociale angst van het kind op 1 en 2,5 jaar.
Voor het meten van sociale angst op 1- jarige leeftijd is de schaal ‘Sociale Angst’ (10 items) van de IBQ-R gebruikt (itemvoorbeeld: ‘’Wanneer uw kind werd voorgesteld aan een vreemde, hoe vaak klemde uw kind zich vast aan één van de ouders?’’). De interne
consistentie van deze schaal was bij zowel vaders (α = .90) als moeders (α = .88) hoog wat betekent dat de items binnen de schaal met elkaar samenhangen. Daarnaast is er een
significant verband tussen de scores van vaders en moeders op de schaal (r = .60, p < .001). Dit betekent dat de scores op de schaal ‘Sociale Angst’ van vaders en moeders hoog met elkaar samenhangen. Om een meer objectieve maat van sociale angst op 1 jaar te krijgen is voor de analyse ook het gemiddelde van deze beide scores gebruikt (Martel et al., 2015). Sociale angst op 2,5 jarige leeftijd. Sociale angst op 2,5 jarige leeftijd van het kind is gemeten door middel van de Revised Preschool Anxiety Scale (PAS-R) vragenlijst (Edwards, Rapee, Kennedy, & Spence, 2010). De PAS- R is een oudervragenlijst waarmee bij jonge kinderen symptomen van angst kan worden gemeten. Voor dit onderzoek is een Nederlandse versie van de vragenlijst gebruikt en hebben beide ouders de vragenlijst apart ingevuld. De
vragenlijst bestaat uit 30 items waarop ouders door middel van een 5- punt Likertschaal (helemaal niet waar, zelden waar, soms waar, best vaak waar, erg vaak waar) aangeven in hoeverre een bepaalde uitspraak op hun kind van toepassing is. De vragenlijst omvat bij beide ouders vier verschillende schalen: ‘Gegeneraliseerde Angst’ (itemvoorbeeld: ‘’Mijn kind heeft nachtmerries’’), ‘Separatie Angst’ (itemvoorbeeld: ‘’Mijn kind zou van streek (overstuur) raken als hij/ zij ’s nachts ergens anders dan thuis zou moeten slapen’’), ‘Specifieke Angst’ (itemvoorbeeld: ‘’Mijn kind is bang voor doktoren en/ of de tandarts”) en ‘Sociale Angst’ (itemvoorbeeld: ‘’Mijn kind is bang iets te doen waardoor hij/zij zichzelf voor gek zet bij andere mensen ”).
Voor het meten van sociale angst op 2,5 jarige leeftijd is de schaal ‘Sociale Angst’ van de PAS-R (7 items) gebruikt . De interne consistentie van deze schaal was bij zowel vaders (α = .86) als moeders (α = .87) hoog wat betekent dat de items binnen de schaal met elkaar samenhangen. Daarnaast is er een significant verband tussen de scores van vaders en de scores van moeders op de schaal ‘Sociale Angst’ (r = .46, p < .001). Dit betekent dat de scores op de schaal ‘Sociale Angst’ van vaders en moeders redelijk met elkaar samenhangen. Om een meer objectieve maat van sociale angst op 2,5 jaar te krijgen is voor de analyse ook het gemiddelde van deze beide scores gebruikt (Martel et al., 2015).
Resultaten
Om de hypotheses te kunnen toetsen is gebruik gemaakt van de mediatie- analyse en statische procedures van Baron en Kenny (1986). Per vader of moeder moeten alle relaties significant zijn om te kunnen spreken van een mediatie. De hypotheses zijn door middel van regressie- analyses getoetst. Voordat de analyses werden uitgevoerd is gekeken of er
gecorrigeerd moet worden voor het geslacht van het kind. Er is op alle maten, door middel van een onafhankelijke t- toets, onderzocht of er een verschil is tussen jongens en meisjes. Er blijkt geen verschil te zijn tussen jongens en meisjes op extraversie (t(113) = 1.17, p = .246), uitdagend opvoedingsgedrag door moeders (t(116) = -1.85, p = .067), uitdagend
opvoedingsgedrag door vaders (t(114) = -0.46, p = .648) en sociale angst (t(114) = 0.04, p = .969). In de analyses is daarom niet gecorrigeerd voor het geslacht van het kind.
Relatie Extraversie en Sociale Angst
Allereerst is de relatie tussen extraversie van het kind op 1- jarige leeftijd, en sociale angst op 2,5 jaar onderzocht door middel van een regressie. Het resultaat van de enkelvoudige regressie- analyse geeft een significante negatieve samenhang aan tussen extraversie en
sociale angst van het kind, β = -.20, p = .039. Gezien de positieve samenhang tussen sociale angst van het kind op 1 jaar en sociale angst van het kind op 2,5 jaar (β = .23, p = .016) is er een tweede regressie- analyse gedaan waarbij sociale angst van het kind op 1- jarige leeftijd als extra voorspeller in de regressie- analyse is opgenomen. Het resultaat van de multipele regressie- analyse geeft tevens een significante negatieve samenhang aan tussen extraversie en sociale angst van het kind, β = -.20, p = .035. Dit betekent dat extraversie op 1- jarige leeftijd de sociale angst van het kind op 2,5 jaar (extra) voorspelt bovenop de positieve samenhang tussen de sociale angst van het kind op 1 en 2,5 jaar. De hypothese dat een hogere mate van extraversie negatief samenhangt met sociale angst van het kind kan worden aangenomen. Relatie Extraversie en Uitdagend Opvoedingsgedrag Vaders en Moeders
Ten tweede is de relatie tussen extraversie van het kind op 1- jarige leeftijd, en uitdagend opvoedingsgedrag door vaders op 2,5 jaar onderzocht middels een regressie. Het resultaat van de enkelvoudige regressie- analyse laat geen significante samenhang zien tussen extraversie en uitdagend opvoedingsgedrag door vaders, β = .03, p = .792. De hypothese dat een hogere mate van extraversie positief samenhangt met meer uitdagend opvoedingsgedrag door vaders kan niet worden aangenomen.
Vervolgens is de relatie tussen extraversie en het uitdagend opvoedingsgedrag door moeders onderzocht. Het resultaat van de enkelvoudige regressie- analyse voor moeders laat tevens geen significante samenhang zien tussen extraversie en uitdagend opvoedingsgedrag door moeders, β = .06, p = .562. De hypothese dat een hogere mate van extraversie positief samenhangt met meer uitdagend opvoedingsgedrag door moeders kan tevens niet worden aangenomen.
Extraversie lijkt een iets sterkere samenhang te hebben met het uitdagend
opvoedingsgedrag door moeders dan met het uitdagend opvoedingsgedrag door vaders. Beide samenhangen zijn echter niet significant waardoor hier geen statistische uitspraak over gedaan kan worden. De veronderstelling dat extraversie een sterkere samenhang heeft met het
uitdagend opvoedingsgedrag door moeders dan met het uitdagend opvoedingsgedrag door vaders wordt niet aangenomen.
Relatie Uitdagend Opvoedingsgedrag Vaders en Moeders en Sociale Angst
Ten vierde is de relatie tussen uitdagend opvoedingsgedrag door vaders op 2,5 jarige leeftijd, en sociale angst van het kind op 2,5 jaar onderzocht. Het resultaat van de
opvoedingsgedrag door vaders en sociale angst van het kind, β = -.03, p = .764. De hypothese dat uitdagend opvoedingsgedrag door vaders negatief samenhangt met sociale angst kan niet worden aangenomen.
Ten slotte is de relatie tussen uitdagend opvoedingsgedrag door moeders en sociale angst van het kind onderzocht. Het resultaat van de enkele regressie- analyse voor moeders laat tevens geen significante samenhang zien tussen uitdagend opvoedingsgedrag door moeders en sociale angst van het kind, β = -.07, p = .434. De regressiecoëfficiënt wijst bovendien tegen de verwachtte richting in. De hypothese dat uitdagend opvoedingsgedrag door moeders positief samenhangt met sociale angst kan tevens niet worden aangenomen. Er is geen significante samenhang gevonden tussen extraversie en het uitdagend opvoedingsgedrag door beide ouders en tussen uitdagend opvoedingsgedrag door beide ouders en sociale angst. Aangezien voor een mediatie alle relaties per ouder significant moeten zijn betekent dit dat uit deze studie naar voren komt dat uitdagend opvoedingsgedrag door vaders en moeders de significante negatieve samenhang tussen extraversie en sociale angst van het kind niet medieert.
Discussie
Het doel van deze longitudinale studie was om te onderzoeken of uitdagend
opvoedingsgedrag van vaders en moeders de relatie tussen extraversie en sociale angst van het kind medieert. Op grond van eerdere bevindingen werd gespeculeerd dat extraversie op 1- jarige leeftijd negatief samenhangt met sociale angst op 2,5 jarige leeftijd. Zoals verwacht kwam uit de regressie- analyse naar voren dat een hogere mate van extraversie op 1- jarige leeftijd minder sociale angst op 2,5 jarige leeftijd voorspelt. Dit bleek ook het geval wanneer sociale angst op 1 jarige leeftijd als extra voorspeller werd meegenomen. Aangezien er, voor zover bekend, weinig onderzoek is gedaan naar de relatie tussen extraversie en sociale angst moet over de verklaring van dit resultaat worden gespeculeerd. Een mogelijke verklaring is dat kenmerken van extraversie bij een baby een buffer vormen tegen de ontwikkeling van sociale angst op latere leeftijd. Extraversie bij een baby kenmerkt zich door lachen en enthousiast reageren op (on)bekende en prikkelende situaties (Gartstein & Rothbart, 2003). Plezier beleven aan onbekende en prikkelende situaties in de babytijd kan betekenen dat het kind ook op latere leeftijd plezier beleeft aan nieuwe (sociale) situaties waardoor het kind minder snel sociale angst ontwikkelt. Dit suggereert bovendien dat een extraverte baby in staat is om zijn (negatieve) emoties tijdens onbekende situaties te reguleren. Deze vroege eigenschap kan het kind tevens op latere leeftijd helpen om zijn emoties te reguleren in
onbekende sociale situaties. Daarnaast komt uit eerder onderzoek naar voren dat bij kinderen met angststoornissen de temperamentstrek negatieve affectiviteit voorkomt (Lonigan, Carey, & Finch, 1994). Dit suggereert dat de temperamentstrek extraversie een bijdrage aan sociale angst heeft die onafhankelijk is van de temperamentrek negatieve affectiviteit. Om meer kennis te krijgen over hoe extraversie de sociale angst van een kind precies beïnvloedt is meer onderzoek nodig. Vervolgonderzoek kan zich richten op mogelijk andere mediërende factoren tussen extraversie en sociale angst van het kind.
Anders dan werd verwacht bleek extraversie niet significant samen te hangen met meer uitdagend opvoedingsgedrag door vaders en moeders. Een mogelijke verklaring voor dit onverwachte resultaat is het gegeven dat in deze studie extraversie als brede dimensie is gebruikt. Uit eerdere onderzoeken is namelijk gebleken dat de verschillende componenten van extraversie een ander effect hebben op ouderlijk gedrag (Kochanska et al., 2004; Wilson & Durbin, 2012 ). Het kan zijn dat de gehele dimensie extraversie niet samenhangt met meer uitdagend opvoedingsgedrag maar bepaalde componenten van extraversie wel. De component ‘glimlachen en lachen’ van extraversie lokt mogelijk in minder sterke mate uitdagend
opvoedingsgedrag bij ouders uit dan de component ‘toenadering’ aangezien bij ‘toenadering’ het kind zelf actief nieuwe en uitdagende situaties opzoekt en bij ‘glimlachen en lachen’ niet. Tevens komt uit de factoranalyse van extraversie naar voren dat in deze studie de component ‘lage intensiteit van plezier’ onder extraversie valt. Kinderen die plezier beleven aan
activiteiten met een lage intensiteit, zoals voorgelezen worden, zullen echter waarschijnlijk in mindere mate uitdagend opvoedingsgedrag bij ouders uitlokken dan kinderen die plezier beleven aan activiteiten met een hoge intensiteit, zoals kietelen. De component ‘hoge intensiteit van plezier’ hangt vermoedelijk dus sterker samen met uitdagend
opvoedingsgedrag van ouders dan de component ‘lage intensiteit van plezier’. Een tweede verklaring voor het onverwachte resultaat is de leeftijd van het kind waarop extraversie en uitdagend opvoedingsgedrag is gemeten. Kindfactoren, zoals extraversie, hebben op jonge leeftijd nog weinig tijd gehad om het opvoedingsgedrag van ouders te beïnvloeden. De
effecten van extraversie op uitdagend opvoedingsgedrag van ouders komen mogelijk op latere leeftijd naar voren en nog niet in de babytijd.
Tevens bleek, tegen de verwachting in, extraversie niet sterker samen te hangen met het uitdagend opvoedingsgedrag van moeders dan met het uitdagend opvoedingsgedrag van vaders. Dit resultaat kan ook verklaard worden vanuit het gegeven dat extraversie op een jonge leeftijd is gemeten. Hierdoor heeft extraversie nog weinig tijd gehad het uitdagend opvoedingsgedrag van ouders te beïnvloeden waardoor hierin nog geen verschil is ontstaan
tussen vaders en moeders. Een tweede verklaring is dat in deze studie de steekproef bestond uit ouders met hun eerste kind. Ouders ervaren namelijk in de opvoeding van hun eerste kind meer onzekerheid (Zajonc, 2001), wat ervoor kan zorgen dat ouders hun gedrag op elkaar afstemmen. Dit kan het verschil waarop het opvoedingsgedrag van vaders en moeders wordt beïnvloedt door kindfactoren verkleinen. Mogelijk hangt extraversie bij een volgend kind wel sterker samen met het uitdagend opvoedingsgedrag van moeders omdat ouders zich dan zekerder voelen en hun opvoedingsgedrag minder op elkaar afstemmen (Majdandžić et al., 2014). Het resultaat uit deze studie komt overigens niet overeen met het onderzoek van Roskam en Meunier (2012) waaruit blijkt dat kindfactoren meer invloed hebben op het opvoedingsgedrag van moeders dan op dat van vaders. Een volgend mogelijke verklaring voor dit verschil in resultaat is dat in deze studie uitdagend opvoedingsgedrag door middel van een geprotocolleerde observatie is gemeten en in het onderzoek van Roskam en Meunier (2012) opvoedingsgedrag en kindfactoren beiden middels oudervragenlijsten zijn gemeten. Het kan zijn dat de visie en rapportage van ouders over zijn/ haar eigen (uitdagend)
opvoedingsgedrag beter samenhangt met de visie en rapportage van ouders over extraversie bij het kind (Rubin, Nelson, Hastings, & Asendorpf, 1999). Uit eerder onderzoek van
Majdandžić, van den Boom en Heesbeen (2008) komt bovendien naar voren dat temperament lastig te meten is. Uit het onderzoek blijkt dat de resultaten uit vragenlijsten en observaties over temperament veelal verschillend zijn. Dit benadrukt het belang om goed naar de gekozen meetinstrumenten te kijken. Bovendien is het daardoor wellicht beter om voor beide maten dezelfde instrument te gebruiken.
Daarnaast werd, in tegenstelling tot de resultaten van Majdandžić et al. (2014), in deze studie geen significant verband gevonden tussen uitdagend opvoedingsgedrag door ouders en sociale angst van het kind. In het longitudinale onderzoek van Majdandžić et al. (2014) werd echter alleen een significant verband gevonden op 4-jarige leeftijd van het kind en niet op 2-jarige leeftijd. Een door de onderzoekers gegeven verklaring voor dit verschil in resultaat is dat sociale angst aan meer verandering onderhevig is op 4 en 5 jarige leeftijd van het kind en dan gevoeliger is voor opvoedingsgedrag dan op 1 en 2,5 jarige leeftijd (Colonnesi, Engelhart, & Bögels, 2010; Majdandžić et al., 2014). Een andere verklaring is dat op een latere leeftijd van het kind opvoedingsgedrag meer tijd heeft gehad om de ontwikkeling van sociale angst te beïnvloeden (Majdandžić et al., 2014). De effecten van opvoedingsgedrag op sociale angst van het kind komen mogelijk op latere leeftijd naar voren en nog niet in de babytijd. De resultaten van deze studie moeten met enige voorzichtigheid worden geïnterpreteerd vanwege een aantal beperkingen. Ten eerste is het uitdagend
opvoedingsgedrag van ouders tijdens de verschillende taken gefilmd. Dit kan een vertekend beeld van het uitdagend opvoedingsgedrag van ouders hebben gegeven omdat ouders zich misschien opgelaten voelden en zich hierdoor anders hebben gedragen dan in het dagelijks leven. De resultaten kunnen hierdoor mogelijk niet naar alledaagse situaties worden gegeneraliseerd. Een tweede beperking is dat extraversie door middel van een
oudervragenlijst is gemeten. De antwoorden kunnen subjectief zijn geweest en daarom mogelijk geen objectief beeld van extraversie bij het kind geven. Daarnaast correleerden de scores van vaders en moeders op de factor ‘Extraversie’ middelmatig met elkaar (r = .35, p < .001). Doordat voor de analyses het gemiddelde van beide scores is gebruikt kan het zijn dat deze score in mindere mate samenhangt met de eigen visie van de vader of moeder over het kind. De eigen visie van de ouder over extraversie bij het kind hangt echter waarschijnlijk juist meer samen met het uitdagend opvoedingsgedrag van de ouder, aangezien uit het onderzoek van Rubin et al. (1999) naar voren komt dat de visie van de ouder over zijn/haar kind het opvoedingsgedrag van de ouder voorspelt. Een derde beperking is dat de ouders uit de steekproef relatief hoog opgeleid waren en grotendeels de Nederlandse nationaliteit hadden. Het is daardoor onduidelijk of de bevindingen representatief zijn voor de algemene bevolking. Ten vierde is in deze studie niet gecontroleerd of ouderkenmerken, zoals de persoonlijkheid of temperament van de ouders zelf, het uitdagend opvoedingsgedrag van ouders beïnvloedt. Uit eerder onderzoek komt immers naar voren dat persoonlijkheid van ouders invloed heeft op het opvoedingsgedrag (Huver, Otten, de Vries, & Engels, 2010). Ouders met een angstig temperament kunnen, ondanks een hoge mate van extraversie bij het kind, minder uitdagend opvoedingsgedrag hebben vertoont omdat de ouder vanwege zijn/ haar eigen angst het kind mogelijk minder stimuleert om risico’s te nemen. De
ouderkenmerken kunnen daarom van invloed zijn geweest op de relatie tussen extraversie en uitdagend opvoedingsgedrag.
In deze studie is, voor zover bekend, voor het eerst gekeken of uitdagend opvoedingsgedrag van ouders de relatie tussen extraversie en sociale angst bij het kind medieert. Hierdoor kunnen pas definitieve conclusies worden gevormd wanneer de resultaten uit deze studie worden gerepliceerd in toekomstig onderzoek. Voor vervolgonderzoek wordt allereerst geadviseerd om voor de analyse, naast extraversie als brede dimensie, ook te kijken naar specifieke componenten van extraversie, omdat uit eerder onderzoek is gebleken dat verschillende componenten van extraversie een ander effect hebben op opvoedingsgedrag (Kochanska et al., 2004; Wilson & Durbin). De componenten ‘toenadering’ en ‘hoge
verwachten is dat deze meer met het uitdagend opvoedingsgedrag van ouders samenhangen dan de andere componenten van extraversie. Ten tweede wordt aanbevolen om bij het meten van extraversie de score van beide ouders apart te nemen zodat in vervolgonderzoek deze score mogelijk meer samenhangt met het uitdagend opvoedingsgedrag van de ouder
aangezien de visie van de ouder over het kind hier een belangrijke rol in speelt (Ruben et al., 1999). Als derde aanbeveling is het interessant om uitdagend opvoedingsgedrag in
vervolgonderzoek middels een vragenlijst te meten zodat kan worden onderzocht of de eigen visie van ouders over zijn/ haar uitdagend opvoedingsgedrag samenhangt met (de eigen visie over) extraversie bij het kind. Ten vierde wordt aangeraden om het onderzoek op latere leeftijd van het kind plaats te laten vinden omdat de effecten van uitdagend opvoedingsgedrag op extraversie en vice versa mogelijk pas op latere leeftijd tot uiting komen. Ten vijfde kan in vervolgonderzoek worden onderzocht of een bepaald (angstig) temperament bij ouders de relatie tussen extraversie en uitdagend opvoedingsgedrag beïnvloedt. Ten slotte is het van belang dat de steekproef op een andere manier wordt geworven zodat deze meer representatief is voor de algemene bevolking.
Ondanks de beperkingen en aanbevelingen voor vervolgonderzoek, heeft deze studie ook sterke kanten. In tegenstelling tot deze longitudinale studie zijn de meeste onderzoeken naar de relatie tussen kindkenmerken en opvoedingsgedrag cross-sectioneel en retrospectief van aard waardoor een causaal verband niet onderzocht kan worden (Bögels & Brechman-Toussaint, 2006; Chavira & Stein, 2005). Daarnaast is het temperament van een kind een belangrijke factor die het opvoedingsgedag van ouders kan beïnvloeden (Ganiban et al., 2011; Roskam & Meunier, 2012) maar is er nog nauwelijks onderzoek gedaan naar de
temperamentstrek extraversie. Bovendien is er ook weinig onderzoek gedaan naar uitdagend opvoedingsgedrag. Deze studie lijkt dus, voor zover bekend, uniek wat betreft het studie- onderwerp. Een ander sterk punt van deze studie is de hoge mate van
interbeoordelaarsbetrouwbaarheid die gemeten is over het gecodeerde uitdagend
opvoedingsgedrag. Dit geeft aan dat de scores van de verschillende codeurs goed met elkaar samenhingen, wat een meer betrouwbaar beeld geeft over uitdagend opvoedingsgedrag. Daarnaast was de interne consistentie bij zowel de factor ‘Extraversie’ als de schaal ‘Sociale Angst’ hoog wat betekent dat items binnen de factor en schaal allemaal hetzelfde hebben gemeten.
De centrale conclusie van deze studie is dat uitdagend opvoedingsgedrag van ouders op 2,5 jarige leeftijd de relatie tussen extraversie op 1- jarige en sociale angst van het kind op 2,5 jarige leeftijd niet medieert. De resultaten van deze studie suggereren echter wel dat
extraversie in de babytijd negatief samenhangt met sociale angst in de peutertijd. De temperamentstrek extraversie lijkt daarmee een buffer te vormen tegen sociale angst. Dit resultaat benadrukt het belang om de temperamentstrek extraversie vaker en op jonge leeftijd van het kind te onderzoeken. Ook voor de praktijk is verder onderzoek van belang aangezien kwetsbaarheid voor het ontwikkelen van sociale angst bij kinderen dan preventief en beter kan worden gesignaleerd. Er is echter meer onderzoek nodig om deze relatie(s) grondiger te onderzoeken zodat er definitieve conclusie kunnen worden gevormd.
Literatuurlijst
Aktar, E., Majdandžić, M., de Vente, W., & Bögels, S. M. (2013). The interplay between expressed parental anxiety and infant behavioural inhibition predicts infant avoidance in a social referencing paradigm. Journal of Child Psychology and Psychiatry, 54, 144- 156.
Ballash, N., Leyfer, O., Buckley, A. F., & Woodruff- Borden, J. (2006). Parental control in the etiology of anxiety. Clinical Child and Family Psychology Review, 9, 113- 133. Baron, R. M., & Kenny, D. A. (1986). The moderator–mediator variable distinction in social psychological research: Conceptual, strategic, and statistical considerations.
Journal of Personality and Social Psychology, 51, 1173-1182.
Bittner, A., Egger, H. L., Erklanli, A., Costello, E. J., Foley, D.L., & Angold, A. (2007). What do childhood anxiety disorders predict? Journal of Child Psychology and
Psychiatry , 48, 1174–1183.
Bögels, S. M., Alden, L., Beidel, D. C., Clark, L. A., Pine, D. S., Stein, M. B., & Voncken, M. (2010). Social anxiety disorder: Questions and answers for the DSM-V.
Depression and Anxiety, 27, 168-189.
Bögels, S. M., & Brechman-Toussaint, M. L. (2006). Family issues in child anxiety: Attachment, family functioning, parental rearing and beliefs. Clinical Psychology
Review, 26, 834–856.
Bridgett, D. J., Gartstein, M. A., Putnam, S. P., Mckay, T., Iddins, E., Robertson, C., Ramsay, K., & Rittmueller, A. (2009). Maternal and contextual influences and the effect of temperament development during infancy on parenting in toddlerhood. Infant
Behavior & Development, 32, 103- 116.
Carson, J., Burks, V., & Parke, R. D. (1993). Parent–child physical play: Determinants and consequences. In K. MacDonald (Ed.), Parent– child play: descriptions and
Colonnesi, C., Engelhard, I. M., Bögels, S. M. (2010). Development in children’s attribution of embarrassment and the relationship with theory of mind and shyness. Cognition
and Emotion, 24, 514- 521.
Centraal Bureau voor de Statistiek (2015). Gezondheid, aandoeningen, beperkingen; leeftijd
en geslacht. Op 05 mei 2015 ontleend aan http://statline.cbs.nl/StatWeb/publication/?
VW=T&DM=SLNL&PA=81174NED&D1=47-52,60-65&D2=1-2&D3=1 4&D4=0& D5=l&HD=111101-1022&HDR=G4,G3,G1,G2&STB=T
Chavira, D. A., & Stein, M. B. (2005). Childhood social anxiety disorder: From understanding to treatment. Child and Adolescent Psychiatric Clinics of North
America, 14, 797-818.
Clark, R., Hyde, J. S., Essex, M. J., & Klein, M. H. (1997). Length of maternity leave and quality of mother- infant interactions. Child Development, 68, 364- 383.
Clauss, J.A., & Blackford, J.U. (2012). Behavioral inhibition and risk for developing social anxiety disorder: A meta-analytic study. Journal of the American Academy of Child
and Adolescent Psychiatry, 51, 1066–1075.
Dadds, M. R. (2002). Learning and intimacy in the families of anxious children. In R. J. McMahon & R. D. Peters (Eds.), The effects of parental dysfunction on children (pp. 87−104). New York: Kluwer Academic/Plenum.
De Graaf, R., ten Have, M., van Gool, C., & van Dorsselaer, S. (2012). Prevalence of mental disorders and trends from 1996 to 2009. Results from the Netherlands mental health survey and incidence study- 2. Social Psychiatry and Psychiatric Epidemiology, 47, 203- 213.
Dougherty, L. R., Klein, D. N., Durbin, C. E., Hayden, E. P., & Olino, T. M. (2010). Temperamental positive and negative emotionality and children’s depressive symptoms: A longitudinal prospective study from age three to age ten. Journal of
Social and Clinical Psychology, 29, 462- 488.
Edwards, S. L., Rapee, R. M., Kennedy, S. J., & Spence, S. H. (2010). The assessment of anxiety symptoms in preschool- aged children: The revised preschool anxiety scale.
Journal of Clinical Child & Adolescent Psychology, 39, 400- 409.
Eisenberg, N., Zhou, Q., Spinrad, T. L., Valiente, C., Fabes, R. A., & Liew, J. (2005). Relations among positive parenting, children’s effortful control, and externalizing problems: A three- wave longitudinal study. Child Development, 76, 1055- 1071. Ganiban, J. M., Ulbricht, J., Saudino, K. J., Reiss, D., & Neiderhiser, J. M. (2011). Understanding child- based effects on parenting: Temperament as a moderator of
genetic and environmental contributions to parenting. Developmental Psychology, 47, 676- 692.
Gartstein, M. A., Putnam, S. P., & Rothbart, M. K. (2012). Etiology of preschool behavior problems: Contributions of temperament attributes in early childhood. Infant Mental
Health Journal, 33, 197- 211.
Gartstein, M. A., & Rothbart, M. K. (2003). Studying infant temperament via the revised infant behavior questionnaire. Infant Behavior & Development, 26, 64- 86.
Ginsburg, G. S., & Schlossberg, M. C. (2002). Family-based treatment of childhood anxiety disorders. International Review of Psychiatry, 14, 143−154.
Huver, R. M. E., Otten, R., de Vries, H., & Engels, R. C. M. E. (2010). Personality and parenting style in parents of adolescents. Journal of Adolescence, 33, 395- 402. Kochanska, G., Friesenborg, A. E., Lange, L. A., & Martel, M. M. (2004). Parents’
personality and infants’ temperament as contributors to their emerging relationship.
Journal of Personality and Social Psychology, 86, 744- 759.
Laukkanen, J., Ojansuu, U., Tolvanen, A., Alatupa, S., & Aunola, K. (2014). Child’s difficult temperament and mothers’ parenting styles. Journal of Child and Family Studies, 23, 312- 323.
Lonigan, C. J., Carey, M. P., & Finch, A. J. (1994). Anxiety and depression in children and adolescents: Negative Affectivity and the utility of self- reports. Journal of Consulting
and Clinical Psychology, 62, 1000- 1008.
Mahoney, A., Coffield, A., Lewis, T., & Lashley, S. L. (1998). Meso-analytic behavioral rating system for family interactions: Observing play and forced-compliance tasks with young children. In P. K. Kerig & K. M. Lindahl (Eds.), Family observational
coding systems: Resources for systemic research (pp. 221-236). Mahwah: Lawrence
Erlbaum Associates.
Martel, M. M., Nikolas, M., Schimmack, U., & Nigg, J. T. (2015). Integration of symptom ratings from multiple informants in adhd diagnosis: A psychometric model with clinical utility. Psychological Assessment, 27, 1060- 1071.
Majdandžić, M., Möller, E. L., de Vente, W., Bögels, S. M., & van den Boom, D. C. (2014). Fathers’ challenging parenting behavior prevents social anxiety development in their 4- year-old children: A longitudinal observational study. Journal of Abnormal Child
Psychology, 42, 301-310.
Majdandžić, M., van den Boom, D. C., & Heesbeen, D. G. M. (2008). Peas in a pod: Biases in the measurement of sibling temperament? Developmental Psychology, 44, 1354-
1368.
Malouff, J. M., Thorsteinsson, E. B., & Schutte, N. S. (2005). The relationship between the five- factor model of personality and symptoms of clinical disorders: A meta- analysis. Journal of Psychopathology and Behavioral Assessment, 27, 101- 114. Mcleod, B. D., Wood, J. J., & Weisz, J. R. (2007). Examining the association between parenting and childhood anxiety: A meta- analysis. Clinical Psychology Review, 27, 155- 172.
Muller, J. E., Koen, L., Seedat, S., & Stein, D. J. (2005). Social anxiety disorder: Current treatment recommendations. CNS Drugs, 19, 377-391.
Murray, L., Creswell, C., & Cooper, P. J. (2009). The development of anxiety disorders in childhood: An integrative review. Psychological Medicine, 39, 1413–1423.
Paquette, D. (2004). Theorizing the father – child relationship: Mechanisms and developmental outcomes. Human Development, 47, 193-219.
Posner, M. I., Rothbart, M. K., & Sheese, B. E. (2007). Attention genes. Developmental
Science, 10, 24- 29.
Prinzie, P., van der Sluis, C. M., de Haan, A. D., & Deković, M. (2010). The mediational role of parenting on the longitudinal relation between child personality and externalizing behavior. Journal of Personality, 78, 1301- 1324.
Rapee, R. M. (2001). The development of generalised anxiety. In M. W. Vasey & M. R. Dadds (Eds.), The developmental psychopathology of anxiety (pp. 481−503). New York: Oxford University Press.
Rispoli, K. M., McGoey, K. E., Koziol, N. A., & Schreiber, J. B. (2013). The relation of parenting, child temperament, and attachment security in early childhood to social competence at school entry. Journal of School Psychology, 15, 643- 658.
Roskam, I., & Meunier, J. C. (2012). The determinants of parental childrearing behavior trajectories: The effects of paternal and child time- varying and time- invariant predictors. International Journal of Behavioral Development, 36, 186- 196. Rothbart, M. K. (2007). Temperament, development, and personality. Association for
Psychological Science, 16, 207- 212.
Rothbart, M. K., Ahadi, S. A., Hershey K. L., & Fisher, P. (2001). Investigations of temperament at three to seven years: The children’s behavior questionnaire. Child
Development, 72, 1394- 1408.
Rothbart, M.K., & Bates, J.E. (2006). Temperament. In W. Damon, R. Lerner, & N. Eisenberg (Eds.), Handbook of child psychology: Vol. 3. Social, emotional, and
personality development (6th ed., pp. 99–166). New York: Wiley.
Rubin, K. H., Coplan, R. J., & Bowker, J. C. (2009). Social withdrawal in childhood. Annual
Review of Psychology, 60, 141- 171.
Rubin, K. H., & Mills, R. S. (1991). Conceptualizing developmental pathways to
internalizing disorders in childhood. Canadian Journal of Behavioural Science, 23, 300−317.
Rubin, K. H., Nelson, L. J., Hastings, P., Asendorpf, J. (1999). The transaction between parent’s perceptions of their children’s shyness and their parenting styles.
International Journal of Behavioral Development, 23, 937- 957.
Sociale ontwikkeling van kinderen (2014). De sociale ontwikkeling van kinderen. Op 05 mei 2014 ontleend aan http://sociale-ontwikkeling.uva.nl/onderzoek
Universiteit van Amsterdam (2015). De Universiteit van Amsterdam. Op 05 mei 2015 ontleend aan http://www.uva.nl/over-de-uva/uva-profiel/identiteit-en-missie
Van der Bruggen, C. O., Stams, G. J. J. M., & Bögels, S. M. (2008). Research review: The relation between child and parent anxiety and parental control: A meta- analytic review. Journal of Child Psychology and Psychiatry, 49, 1257- 1269.
Wilson, S., & Durbin, C. E. (2012). Dyadic parent- child interaction during early childhood: Contributions of parental and child personality traits. Journal of Personality, 80, 1313- 1338.
Wood, J. J., McLeod, B. D., Sigman, M., Hwang, W. C., & Chu, B. C. (2003). Parenting and childhood anxiety: Theory, empirical findings, and future directions. Journal of Child
Psychology and Psychiatry and Allied Disciplines, 44, 134−151.
Worobey, J. W. (1997). Convergence between temperament ratings in early infancy.
Developmental and Behavioral Pediatrics, 18, 260- 263.
Zajonc, R. B. ( 2001). The family dynamics of intellectual development. American
Psychologist, 56, 490- 496.
Zhou, Q., Eisenberg, N., Wang,Y., & Reiser, M. (2004). Chinese children’s effortful control and dispositional anger/ frustration: Relations to parenting styles and children’s social functioning. Developmental Psychology, 40, 352- 366.
